Ocena stopnia zróżnicowania rozwoju regionalnego Polski w latach 1998-2000

Pełen tekst

(1)Anna Malina Katedra Statystyki. Ocena stopnia zróżnicowania rozwoju regionalnego Polski w latach 1998-2000 1~. Uwagi. wstępne. Każdy krąj. pod względem poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego. Różnice w warunkach geograficznych, przyrodniczych, ekonomicznych, kulturowych powodują, że strukturę przestrzenną krąju tworzą regiony o różnym stopniu zagospodarowania, słabiej i silniej rozwinięte pod względem ekonomicznym, o bardziej lub mniej korzystnym dla człowieka środo wisku naturalnym. Istnienie różnic jest więc faktem powszechnie występltiącym. Pojęcie regionu może być używane w różnych znaczeniach. W szerokim rozumieniu "region" to obszar (terytorium, jednostka terytorialna) wyodrębniony na podstawie określonych kryteriów (cech) [Borys 1999]. Na przykład K. Kuciński [19901 określa region jako "zespół przylegających do siebie obszarów (jednostek przestrzeni geograficznej) posiadąjących - pod względem pewnych kryteriów -możliwie dużo cech wspólnych i wykazl!jących możliwie wiele różnic w stosunku do obszarów otaczających". Definicja regionu jest zwykle podporządkowana celowi badania. W zależności od przyjętego kryterium można wyróżnić np. region geograficzny, historyczny, demograficzny, ekonomiczny, urbanistyczny, ekologiczny itp. Region jako system ekonomiczno-przestrzenny obejmuje pewien względnie wyodrębniony z otoczenia fragment przestrzeni ekonomicznej trwale zamieszkany, zagospodarowany i kontrolowany przez określoną społeczność. Jest on wypełniony różnorodnymi, wzajemnie powiąz<~nymi podmiotami gospodantiącymi , które stanowią elementy regionu - systemu 1Kosiedowski 2001, s. 19]. jest przestrzennie. zróżnicowany.

(2) I. Alina Malina. Ranga danego regionu na tle innych, stanowi o jego sile przyciągania oraz atrakcyjności. O randze regionu decydlIje wiele czynników o charakterze zarówno ekonomicznym, jak i społecznym, takich jak: infrastruktura, potencjał gospodarczy, zasoby ludzkie, możliwości pracy oraz prowadzenia działalności gospodarczej, stopień urynkowienia gospodarki, stan środowiska naturalnego itp. Aplikacyjne podejście do pojęcia regionu ekonomicznego narzuca potrzebę ścisłego wyznaczenia jego granic, co jest niezbędne z punktu widzenia planowania i zarządzania regionalnego, a także statystyki regionalnej. W związku z tym w badaniach regionalnych najczęściej wykorzystlIje się podział terytorialno-administracyjny paJlstwa. W Polsce od 1999 r. obowiązuje podział trójszczeblowy na: gminy, powiaty i województwa. W praktyce przyjęło się zatem odnosić termin "region" tylko dla województw, a gminy i powiaty nazywane są jednostkami lokalnymj1, Reforma terytorialnej administracji publicznej, rozwój samorządu terytorialnego oraz przewidywana dalsza decentralizacja funkcji paJlstwa sprawiają, że istnieje potrzeba stałego monitorowania, diagnozowania i oceny poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego kraju w różnych przekrojach przestrzen n)'ch, W artykule przedstawiono niektóre wyniki bada6 empirycznych dotyczące analizy porównawczej województw według osiągniętego poziomu rozwoju w latach 1998 i 2000.. 2. Zakres. badań. empirycznych. Przedmiotem badaJl omówionych w artykule jest ocena dysproporcji w zakresie poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego województw (regionów)2. W pojęciu rozwoju społeczno-gospodarczego mieści się szeroki zakres problemów dotyczących m.in.: - poziomu i warunków życia ludności, - rozwoju gospodarczego w sferze produkcji, - rozwoju sektora usług, - stopnia transformacji prorynkowej, - rozwoju i restrukturyzacji rolnictwa itd.. ,[ Przyjmuje sit, że polilyk y regionalną prowadzi paIistwo w stosunku do wszystkich w(~ic w6c1ztw'(jcsl to tzw. polityka inlcrrcgionalna) oraz województwo w stosunku dos\\'ojcgo terytorium (tzw. polityka intrarcgiąnulna), natomiast władze samorządowe powiatów i gmin prowadz'l na podległych sobie obszarach polityk y lokalną (politykI( roZ\Vojl11okalncgo). :2 Podstaw,~ prowadzonych badm'l były elano statystyczne charaklcryzlU<lcc 1"07.Wąj społcc7.l1o -gospodarczy wojcwócl'l.lW w lalach 1998 i 2000, opublikowane przez Główny Urząd Statystyczny..

(3) Ocena. zróżnicowania. Podstawowe znaczenie w badaniach rozwoju społeczno-gospodarczego ma nie tylko wybór metody badania, ale przede wszystkim dobór odpowiedniego zestawu cech (zmiennych), będących podstawą oceny regionów. W literaturze przedmiotu można znaleźć różne propozycje dotyczące listy cech (mierników)\ charakteryzujących potencjał społeczno-ekonomiczny analizowanych jednostek przestrzennych (regionów). Mierniki mogą mieć charakter szczegółowy oraz ogólny (syntetyczny, agregatowy). Mierniki szczegółowe dotyczą konkretnych wielkości opisqjących określone zjawiska społeczno-ekonomiczne, a mierniki syntetyczne tworzone są najczęściej na podstawie mierników szczegółowych lub dotyczą podstawowych agregatów makroekonomicznych, jak np. dochód narodowy czy produkt krajowy brutto. W niniejszym artykule skoncentrowano się na badaniu przestrzennego zróżni cowania kraju pod względem rozwoju społecznego, natomiast potencjał gospodarczy województw scharakteryzowany został za pomocą wskaźników PKB. Rozwój społeczny uwzględnia oddziaływanie instytucji świadczących usługi społeczne zarówno w zakresie edukacji i oświaty, kultury, ochrony zdrowia, opieki społecznej, jak i szeroko rozumianego środowiska zamieszkiwania (rynku pracy, sytuacji mieszkaniowej , komunikacji, bezpieczeństwa publicznego itp.) na warunki życia mieszkańców rStrahl 1998, s. 183]. Ogólnie biorąc, rozwój ten jest w wysokim stopni u efektem pozionlll i warunków życia ludności w określonych układach terytorialnych (województwach, gminach). Z rozwojem społeczno-gospodarczym regionu wiąże się bezpośrednio rozwój infrastruktury techniczno-ekonomicznej. Mówiąc o infrastrukturze technicznej regionu, należy mieć na uwadze takie urządzenia techniczne, które są i muszą być otwarte na tzw. użytek publiczny oraz są wytworem pracy ludzi, a więc ich działalności inwestycyjnej [Karst 1986]. Infrastruktma techniczna warunkuje przebieg procesów gospodarczych w regionach i poziom życia mieszkańców. O skali aktywności gospodarczej, inwestycyjnej oraz atrakcyjności regionu w coraz większym stopniu decydlue zagospodarowanie infrastrukturalne regionów, miast, gmin (sieć gazowa, wodociągowo-kanalizacyjna, transport, komunikacja, łączność itd.). Przy ocenie rozwoju społecznego regionów winno się uwzględniać przede wszystkim wskaźniki dotyczące ISzymla 2000, s. 651:. 3. Por. IS1.ymla 20001,. [Opałło. 19971.. IKukliński. 19801. Na prlyktad A.. Kukliński wyróż nia. dwie grupy mierników rozwoju regionalnego, tzw. mierniki twarde i mii(kkic. Mierniki "lwnrdc" dotyczą infrastruktury technicznej nnnlizowanychjednostck przestrzennych, kumulluącej w sobie ekonomicznI.; i społeczne impulsy rozwojowe, Il ocena "mi~kka" rozwoju dotyczy sfery innowacyjności. przcd s ii(biorczości, rozwoju inłclcktualncgo społcczcilslWIl oraz poziomu i jilkości 'l.ycin micszk"i,có\v..

(4) AnI/a Malina. - przeciętnych dochodów ludności , - skolaryzacji, - wielkości i struktury bezrobocia, - zasobów mieszkaniowych oraz wyposażeni a mieszkań IV urządzenia wodno-kanalizacyjne i gazowe, - abonentów telefonicznych (telefonia przewodowa, komórkowa), - ochrony zdrowia i opieki społecznej. Do opisu rozwoju społecznego przyjęto więc zm ienne, będące identyfikatorami poziomu życia oraz podstawowych aspektów rozwoju społecznego i infrastruktury technicznel, a mianowicie: XI - nom i nalne dochody do dyspozycji (brutto) w sektorze gospodarstw domowych na osobę (w zł), X2 - samochody osobowe zarejestrowane na I tys. osób, X; -liczba mieszkań oddanych do użytku na I tys. osób, X. - drogi o twardej nawierzchni na 100 km 2 (w km), X5 -liczba abonentów telefonii przewodowej na I tys. osób, X, - wskaźnik skolaryzacji netto szkół policealnych (w %), X, - zużycie energii elektrycznej w miastach na osobę (w kWh), Xg -liczba lekarzy i lekarzy dentystów na 10 tys. osób, Xo - stopa bezrobocia (w %). Podstawowe charakterystyki opisowe uw zględnionych IV analizie zmiennych podano w tabeli l. Jak wynika z danych tej tabeli, przyjęte do analizy zmienne charakteryzują się dostatecznie wysoką zmiennością przestrzenną (Vj > 10%), a zatem mają dużą zdolność różnicującą analizowane jednostki pl-Lestrzenne. Największe zróżnicowanie województw występt~e W odniesieniu do liczby miesżkań oddawanych do użytku (zmienna Xl)' zagęszczenia sicci dróg o twardej nawierzchni (X4) oraz stopy bezrobocia (Xo)' . Na podstawie wstępnej analizy danych (tabela l) można zauważyć, że podstawowe parametry opisowe (wartość średnia, minimalna, maksymalna) ella większości przyjętych do analizy zmiennych uzyskują korzystniejsze wartości w 2000 r. w porównaniu z 1998 r. Zróżnicowanie przestrzenne analizowanych cech jest zbliżone w porównywanych latach. Jedynie dosyć znaczący wzrost współczynnika zmienności zaobserwowano w wypadku wskaźnika mieszkań oddanych do nżytku (wartość współczynnika zmienności w 2000 r. wzrosła o 10% w porównaniu z J998 r.). W wypadku tej zmiennej zauważa się także 4 Należy zaznaczyć. że wstępnie przyj~lo pOllłld. 20 różnyc h zmiennych (wskaźników), c1mrak· podstawowe nspekly rozwoju społecznego (poziomu i warunków życia ludności ornz infrastruktury społecznej i technic znej). Po prlcprowadzclliu szc7.cgółowcj amdi zy (badanie stop" nin skorelowan ia zmiennych ornz zmienności przestrzennej) ostatecznie uw zg lędniono zmien ne, które spełniaj ą wyż ej wymienione kryteria i rcprczcnlUją róż ne sfery życia społecz nego. lcryz\uących.

(5) Ocena stopnia zróżnicowania rozwoju regionalnego .... Tabela l. Parametry opisowe zmiennych charakteryzujących rozwój społeczno-gospodarczy \vojew6dztw" Wsp6ł-. Symbol zmiennej. Nazwa. Wspólczynnik asy meIlości trii Vj (w %) A,\' (w %). Średnia XJ. Wartość. Wartość. min Xmlll. Xllm~. 10611 12635. 8771 9625. 15652 17843. 16,24 18,65. 1,41 1,61. max. czynnikzmielI-. XI. Nominulne dochody do dyspozycji (brutto) w sektorze gospodarstw domowych na osobę (IV zl). X,. Liczba samochodów osobo\vych zarejestrowanych na l tys, osób. 229 250. 140 151. 304 311. 16,54 14,00. 0,23 -1,05. X,. Liczba mieszkall oddanych do użytku na I tys. osób. 2,04 2,12. 1,00 1,00. 3,50 5,00. 34,47 44,63. 0,41 1,57. X:,. Drogi o twardej nawierzchni na 100 km 2 (w km). 79,56 83,86. 47,3 50,6. 153 159. 34,86 35,01. 1,12 1,33. X,. Liczba abonentów telefonii przewodowej na l tys. osób. 212,64 269,35. 152 216. 283 339. 13,60 11,28. 0,29 0,20. XI,. Wskaźnik. skolaryzacji netto policealnych (w %). 4,46 4,21. 3,20 2,90. 6,60 6,00. 17,85 17,90. 1,02 0,54. szkół. X,. Zużycie. energii elektrycznej \\' miastach na ł micszkatlca (IV kWh). 613,2 632,7. 476 489. 773 784. 13,43 13,15. 0,06 0,12. X. Liczba lekarzy i lekarzy dentystów na 10 tys. osób. 24,58 23,93. 20,0 15,6. 29,8 30,3. 12,76 18,73. 0,22 -0,19. X,. Stopa bezrobocia (w %). 11,41 16,44. 7,37 10,80 --_.-------...-13358 10 383 14750 II 112. 19,7 25,8. 26,65 23,21 ,---_ ... _-------19,03 20,42. 0,88 0,73. ". .... ....-...... _._ .. _- - ..----_. __._--'.---.-.. _...-----------. y. PKB na l mieszka6ca (w. zł). ... --~_.-"---. 20920 23760. _. ......... .............-. 1,44 1,43. \V pierwszym wierszu podano wartości dla 1998 r., a w drugim dla 2000 r. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych GUS (Roczniki Statystyczne Wąjcwództw, wydania z 1"11999-2001).. li. znaczący. wzrost stopnia asymetrii. Zaobserwowano natomiast bardzo niekorzystną zmial!ę wartości podstawowych charakterystyk dla zmienn"j X9 (stopa bezrobocia). Srednia wartość tcj zmiennej zwiększyła się z 11,4% w 1998 r. do 16,4% II' 2000 r. Najwyższym wskaźnikiem bezrobocia w 2000 r. odznaczały się województwa: warmińsko-mazurskie (25,8%), lubuskie (21,3%) i zaehodnioJlomorskie (20,8%), a nąjniższym: mazowieckie (10,8%) oraz małoJlolskie,.

(6) I. Anna Malina. wielkopol skie i śląskie (12-13%). W pozostałych regionach kraju wskaźnik ten ksztahowa/ się na poziomie 16-19%. Ponadto w wypadku niektórych zmiennych można zauważyć wyraźną zmianę natężenia asymetrii (zmienne X2 • X, i X.). O ile w wypadku zmiennej X. (wskaźnik skolaryzacji uczniów szkół policealnych) asymetria uległa obniżeniu. to w wypadku zmiennych X2 oraz X, wzmocnieniu. Ponadto w wypadku zmiennej X2 (liczba samochodów zarejestrowanych na 1 tys. osób) nastąpi/a zmiana kierunku asymetrii z umiarkowanej prawostronnej na wyraźnie lewostronną (tabela I).. 3. Wyniki analizy Do oceny przestrzennego zróżnicowania poziomu rozwoju społeczno-gospo darczego województw zastosowano dwa podejścia metodologiczne: pierwsze. oparte na wartościach zmiennej syntetycznej. oraz drugie. oparte na podobień stwie taksonomicznym analizowanych jednostek przestrzennych. Zmienne syntetyczne pozwalają na opis analizowanych jednostek (województw). charakteryzowanych w wielowymiarowych przestrzeniach cech za pomocą jednej zagregowanej cechy (zmiennej). Przejście z opisu wielowymiarowego na jednowymiarowy umożliwia porównywanie analizowanych jednostek z punktu widzenia badanego zjawiska (rozwoju społeczno-gospodarczego) oraz dokonanie rankingu tych jednostek pod względem osiągniętego poziomu rozwoju. Podstawą wyznaczania syntetycznej miary rozwoju społecznego był zestaw cech zamieszczony w tabeli l. Budowa zmiennych syntetycznych wymaga rozróżnienia w zbiorze zmiennych: cech - stymulant oraz destymulant rozwoju. Zasadniczo podział taki dokonywany jest na podstawie merytorycznej analizy oraz macierzy korelacji między analizowanymi zmiennymi. Przyjm1ue się. że zmienne-stymulanty winny być skorelowane między sobą dodatnio. podobnie jak destymulanty. natomiast korelacja między stymulantami i destymulantami winna być IUemna5. W celu zbadania związków korelacyjnych między zmiennymi oraz określenia charakteru tych zmiennych wyznaczono macierze współczynników korelacji między analizowanymi zmiennymi dla danych z lat 1998 i 2000. Macierze te zamieszczono odpowiednio w tabelach 2 i 3.. s W wypudkll rozróżniania charakteru zmiennych na podstawie macierzy korelacji należy brać uwagę przede wszystkim le współczynniki, które są slalyslyc'znie istotno. Zmienne, które nie wykazują istotnych zależności korelacyjnych zarówno ze stymulnntami, jak i destYI11ulantami. zazwycinj zaliczane są do zbioru nominant.. pod.

(7) z różniCOWQł/la. Ocena. Tabela 2. Macicrz korelacji wą iclVódz[1V IV. Zmienna. XI. X,. I. ,.""",",;'" regionalllego .. .. między. zmiennymi opisującymi. spoteczny. rozlI'ąi. 1998 r.. x,. X,. X,. - -.- - - ---·1-- -1- - -1- - - 1 - - - 1. x,. X". X,. --· I--- , --·- ~-- I. ...~,_. .. .O~~E!?: _ __~___. ....._. . . _. . ___...._... ___. . _. . .. _..... ._........... ....... . . _.. X,. 0,275. 0,008. --- - - - -.. ----- - --1-' - - -1- - - - - - -1-· -- - --- .. ---.._ _X_4_ _ ._0.,_2_83::+---o0.:..,3-:-:21:-1__ -~0,_26_6·+_ __I___·I--__i- .--- f----+-X, 0,768' 0,319 0,484' 0,130 ---'- - .____1--._ _ - - - ---'-- I--- -I-X, 0,185 -0,038 -0,114 0,485' 0,154. ....-... _-. ---.-- - .-.--- ..---.-. __-. 0,765'. X,. .... __ ~. _ ._--. X,. _ .~, _ . ,. 0,547'. ... _,--_.'--,,- _.. 0,487'. 0,228. -0,521'. -0,804'. __0,270._-,. 0,354. --JI- - - - - - -.- ..- ... - - : -1,- -1-. - ---. - - --1- - 1. 0,782' 0,365 I _ ._------_. ------_. _._._-_._._.. __..•.._-_.,' _.,-'.. ..,- --_.. ... _-_ .. ..-. ,. 0,274. 0,371. 0,453. -0,058. -0,595'. -0,257. '. +__. 0_.346 _ . __ 0,_39_6+__ _ 1 - 0,302 -0,544' -0,581'. . w s półcz)'nlllkl korelaCji statystycznic istotnc , na pOZIOllllC I stotnośc i a:::: 0,05 Źródło: obliczenia własne,. Tabela 3. Macierz korelacji. między. zmiennymi. opisującymi. rozwój. spo łec zny. województw w 2000 r. Zm ienna. X,. XI. I ._-_.. X,. 0,575'. X,. 0,628'. X,. X,. ". -'. 0,623'. 0,438. 0,361. 0,642'. 0,224. I. 0,473. 0,233. 0,298. 0,241. 0,464. 0,348. 0,239. -0,439. -0,619'. -0,188. -0,206. -0,41 8. 0,676'. wspołczynlukl. ... 1-- -"'-. 0,675' 0,082 _.._--_..- ...._---- -._--_.I__.._,- .._.'..,.-.,-._.... --'."_..__.. .. ..._. .......,.,- _. . ..........._._--_. I. X,. ._ - - ~ -_ . , -. X,. ------- ._-_._-- ----- -- 1-._-. I. 0,309. 0,202. -. .. 0,450. 0,169. X,. --_ ..- ---. 0,185. X,. .. -0,284. X,. X,. X". I. 0,103. -_._,-_ . _ -~- -. X.. - - --. -. 1--. X,. t. - - - - - - -.. 0,280 0,300 f--~ - 0,827: - 0,429....!..~.. - .--_..__..•.....-. (--"--. x:,. -0,523' -0,190. korcl"cJI SlHlyslyczllIc Islotne, IU\. --I. --- - - - - ---_. -0,615'. pOZIomiC. _... _ _.. I. IstotllOSCl a:::: 0,05. Źródło: obliczenia własne.. Z analizy wyznaczonych macierzy korelacji wynika, że wprowadzone do analizy zmienne nie są nadmiernie skorelowane (nie występuje zjawisko współ liniowości zmiennych). Wśród zmiennych opisujących rozwój spoteczny tylko zmienna X9 (stopa bezrobocia) jest destymulantą, Pozostałe zmienne zaliczono do zbioru stymulant. Podstawowym warunkiem umożliwiającym wyznaczenie zmiennych syntetycznych jest unormowanie zmiennych wyjściowych, Normalizacja ma bowiem na.

(8) Amia Malina. celu doprowadzenie zmiennych posiadających różne miana do porównywalności. W prowadzonych badaniach zastosowano normalizacjI' opartą na przekształce niach ilorazowych, przyjmqiąc za punkt odniesienia wartości średniej arytmetycznej dla analizowanych zmiennych. Znormalizowane wartości dla poszczególnych zmiennych obliczano według wzorów 6: Xi}. zl}. = -=- ,. i:::: 1, ... , n; j = l, ... , m.. xj. I. X. J. zI).. =-. x ... (la). (l b). 'J. Wzór (la) znajduje zastosowanie w wypadku zmiennych należących do zbioru stymulant, a wzór (lb) w odniesieniu do destymulant. Wartości zmiennej syntetycznej obliczano zgodnie ze wzorem:. J III z·1 = -lU. 2: zIJ.. ,. i:::: l, .... Jl •. (2). J=I. gdzie Zij oznacza przekształconą według wzoru (la) lub (I b) wartość i-tej zmiennej dla i-tego województwa, zaś IN -liczbę przyjętych do analizy zmiennych. Oprócz wartości zmiennej syntetycznej wyznaczono także wartości miernika syntctycznego q, korzystając ze wzoru: Zi. q - _"-:--:i -. max{z} ,. i=1, ..... I1.. (3). Obliczone według wzoru (2) wartości zmiennej syntetycznej Z, opisującej rozwój społeczny województw w latach 1998 i 2000, oraz miernika syntetycznego q (wzór (3)) zamieszczono w tabeli 4, a w tabeli 5 uporządkowano województwa według wartości zmiennych syntetycznych (syntetycznych mierników rozwoju). W tabeli 4 podano również wskaźnik procentowy PKB, charakteryzujący potencjał gospodarczy poszczególnych województw (Polska = 100). Na podstawie przeprowadzonych bada I] można stwierdzić, że nie wystąpiły istotne zmiany w zakresie zarówno poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego poszczególnych województw, jak i ich liniowego uporządkowania w latach 1998 i 2000. Obliczony współczynnik korelacji mil'dzy miarami q dla porównywanych lat jest bardzo wysoki i wynosi 0,9408, a współczynnik korelacji rangowej 0,9412.. (i. Zmielllle po przeksztntcenill według wzoru (la) zmiennej jest równa jedności.. prz.ckształcol1cj. mają taką własność, że średnia. arytmetyczna.

(9) Ocella. .. zróżnicowania. rozwoju regionalnego .... Zaobserwować można jedynie. pewne niewielkie zmiany w zakresie miejsca zajmowanego przcz niektóre województwa w hierarchii wszystkich województw. Pozytywną zmianę zaobserwowano w wypadku takich województw, jak: mazowieckie, dolnośląskie i zachodniopomorskie. Województwo mazowieckie przesunęło się z trzeciego miejsca w 1998 r. na pierwsze w 2000 r., a dolnośląskie z szóstego na czwarte. Z kolei województwa: małopolskie i śląskie ustąpiły miejsca mazowieckiemu, ząjmując odpowiednio drugą i trzecią pozycję. W wypadku województw ząjmqjących końcową lokatę (warmińsko-mazurskie, podkarpackie, świętokrzy skie) sytuacja jest nadal bardzo niekorzystna. Województwa te w 2000 r. ząjęły podobnie jak w 1998 r. kOllcową pozycję w rankingu wszystkich województw, a dystans dzielący je od województw nąjlepiej rozwiniętych nie zmniejszył się. Tabela 4. Wartości zmiennqj syntetycznej, syntetycznego miernika rozwąju oraz wskaźnika PKB (w %) według województw w latach 1998 i 2000 1998 Wojc\vóclztwo Dolnośląskie. --------------. 2000. wartość. miernik. PKB. wartość. micrnik. PKB. zmicnnej. q. (w %). zmiennej. q. (w %). 1,0250. 0,777. 99,8. 1,0688. 0,799. 103,4. __. Ktuawsko-pomorskie 0,9333 0,707 .._,--_.-._ .. _---_. __ ._..,.- ._-,.. _, .. _._-.._--""--"-'"Lubelskie 0,9517 0,721. 92,2 0,9368 0,700 89,7 -------_._..._ -,..._._.,.. ..__...._"._,._-,.. ...... --- .._.__._-72,5 0,9558 0.714 68,5 ------- - - - --,---- ---_._-Lllbllskie 0,8907 0,675 91,2 0,9099 0,680 89.7 ---Łódzkie 1,0500 0,796 88,6 1,0155 0,759 88,7 ...---.._.- •.. _-----, .. _. __._-_.,._.. _. __ . ------- _.,----_.._-- -------'-_. _.--.. __ .. _._.,._ ..- ._.. _.... _.- .. ... _---- -_.. _. __.._-. ..._.,-. ... _. ,. _. _. Małopolskie. 1,3198. Mazowieckie. 1,2798. Opolskie. 0,9004. 1------------------------- ----_._-. 1,000. 91. 1,1837. 0,884. 89,7. 0,970 146,1 1,3384 1,000 151,6 --_._--'------ ._---_.__.,'_. --------_._--- _..,--_._-_.. 0,682. 88,3. 0,8927. 0,667. Podkarpackie 0,8715 0,660 75,9 0,8623 --_.. _,--_ .. __.-_...... -.. _--,---_-.__..,---- _._-,._--- ------_.- -_. __._._._--_..- .. _. __...._-.__ Podlaskie 0,9952 0,754 76,3 1,0108. 0,755. 85,5. 0,644 71,1 ._-_...- ,.--"--_ _---_.. ._-.----_._...._..-. Pomorskie -----_.~. __.,- ----- ----_._.._ _. 1,0064. ......---_ .. _-_ .. ,_.. _. __ ... _... __ .. _--- .... _.. ŚI'Iskie. 98,7. 74,3. -- ----- - - - - -. 1,0464. .... ...... _...... _-,_.-. 0,782 _.. 0,871. ._.,',............... 100,6. ,'_. .. "-,_..._.. _-,---,-. Wielkopolskie. 1,2845 0,973 111,9 1,1659 110,1 ._-1------ -----,----. ---""._._-,,_.•.-,._" ,_...----..._-"-,,_.. -_.. _--._.._... _._.0,8688 0,658 77,2 0,8853 78,2 0.661 - - - - _._---0,7813 0,592 76,7 0,7900 0,590 74,5 ... _----"- " - -,""""-"-" .. ---_._,-,_... __.. -_.-... __ ... _----_.- _.... _..,_.. _-1,0764 0,816 105,8 1,0654 0,796 106,6. ZacllOdniopomDrskic. 0,8889. -"-"---'-... _-'_,,'-' ''.._--- --.. ,-._,...•.__.,-_.... ._.... _... Świętokrzyskie. ----. 0,763. ..... Warmińsko-mazurskie .. _.. _-_ .. _._ ... ,_._,.... __ ....... --..... _-_. __. _._-_._._-.. _-_._-. 0,674. 97,7. 0,9646. 0,721. -. 98,7. Źródło: Rocznik Statyslyczny Województw, GUS, Warszawa (wydania z lat 1999-2002) oraz obliczenia własne,.

(10) I. All1lG. Malina. Tabela 5. Uporządkowanie województw według wartości zmiennej syntetycznej oraz syntetycznego miernika rozwoju społecznego w latach 1998 i 2000 1998 Województwo. 2000. zS. Miernik. Małopolskie. 1,3198. 1,0000. Śląskie. 1,2845. 0,9733. Mazowieckie. 1,2798. 0,9697. Wielkopolskie. 1,0764. 0,8156. --~------------j~---I. Województwo. Zs. Miernik. mazowieckie. 1,3384. 1,0000. małopolskie. l,1B37. 0,8844. śląskie. 1,1659. 0,8711. dolnośląskie. 1,0688. 1----'------------1. 0,7985 o.' .•• ___ • __ ........ ___ ,_ . ... Łódzkie. 1,0500. 0,7956. wielkopolskie. Dolnośląskie. 1,0250. 0,7766. pomorskie. 0,7960 ---1,0464 0,7818. Pomorskie. 1,0064. 0,7625. łódzkie. 1,0155. 0,7587. Podlaskie. 0,9952. 0,7540. podlaskie. 1,0108. 0,7552. Lubelskie. 0,9517. 0,7211. zachodniopomorskie. Ktuawsko-pomorskie. 0,9333. 0,7072. lubelskie. Opolskie. 0,9004. 0,6822. kl~a\vsko~p(lmorsk ie. 0,7141 --_. __ 0,9368 0,6999. Lubuskie. 0,8907. 0,6749. 11Ibllskie. 0,9099. 0,6799. Zachodniopomorskie. 0,8889. 0,6735. opolskie. 0,8927. 0,6670. Podkarpackie. 0,8715. 0,6603. świ~tokrzyskic. 0,8853. 0,6614. Świętokrzyskie. 0,8688. 0,6583. podkarpackie. 0,8623. 0,6443. Warmińsko"mazurskic. 0,7813. 0,5920. warmińsko-mazurskie. 0,7900. 0,5903. 1,0654. -------1----- ----- ------------------- --------- ---------0,9646 0,7207 ._,_.._--,----- ._.'_ .. _-------_. _._-_ .. __ .. _...... 0,9558. ..-. ._--,-~. 1--------------_·_---. Źródło: obliczenia własne.. Tabela 6. Charakterystyki opisowe rozkładu wojewóztw według miernika rozwoju IV lalach 1998 i 2000 Rok. wartości. syntetycznego. Paramclryopisowe min{qj}. q. Me. S". 1998. 0,592. 0,764. 0,737. 0,123. 2000. 0,590. 0,752. 0,738. 0,104. V(w %). A,. 16,10 0,905 --------- -_._---------_... 13,83 0,837. Źródło: opracowanie własne.. W cclu oceny zmian w zakresie stopnia zróżnicowania rozwoju regionalnego Polski w latach 1998-2000 obliczono podstawowe charakterystyki rozkładu województw dla wyznaczonych wartości miary syntetycznej q w porównywanych.

(11) Ocena stopnia zróżn icm vania .. latach (tabela 6). Na podstawie danych tabeli 6 można zauważyć, że wartości miar oraz asymetrii rozkładu województw według syntetycznego miernika rozwoju społecznego nieznacznie zmniejszyły się w 2000 r. w porównaniu z 1998 r. Odchylenie standardowe zmniejszyło się z 0,123 do 0,104, co stanowi ok. 2,3%. Jest to jednak zmniejszenie statystycznie niei stotne (p = 0,5305). Zatem stwierd zić należy, że stopiet\ zróżnicowania województw w porównywanych latach nie zmi enił się. Podobnie w ygląda sytuacja, jeśli chodzi o stopietl asymetrii. zróżni cowania. rozkładu.. Do określania grup województw zastosowano dwie metody': metodę k-średnich oraz Warda. Podstawą tworzenia grup województw był' zestaw cech opisuj ących poziom rozwoju społecznego województw (tabela l). Poni eważ zmienne posiadają różne miana, poddano je normalizacji zgodnie z regułą zapisaną IV postaci (1). Na podstawie danych znormalizowanych wyznaczono macierze odleglości 8 mi ędzy analizowanymi jednostkami (województwami) dla lat 1998 i 2000. Macierze te stanowiły podstawę aglomeracji (łączenia) woj ewództw w grupy. Na rys. I i 2 przedstawiono diagramy połączet\ województw w grupy uzyskane metodą Warda odpowiednio dla lat 1998 i 2000. Biorąc pod uwagę znaczący skok w odległości kolejnych wiązań (rys. l i 2), wyodrębniono w każdym z analizowanych okresów cztery typologiczne grupy województw (tabela 7). Tabe!>l 7. Grupowanie województw metodą Warda w laLach 1998 i 2000. -. 2000. 1998. Grupa A. śląski e, małop o lskie. B. mazowieckie. C. fi) d olnoślą skie, lubelskie, łódzk ie, a) d o lnośląskie , łódzkie, wielkopolskie, b) opolskic, podkarpackie, świ ętokrzysk ie b) opolskic, podkarpackie, śW i ~ LOkrz.ysk i e. -. -- - _._-_._-_._--D. śląsk ie, małopolskie. -mazowieckie. __. ---_.. -- ---- - --. ._- -_ .--- ~-- _. .... _-----. kltia\V s ko~poJ11orskie,. lubelskie, lubllskie, zachodniopomorskie, pomorskie, podlaskie,. kuja\Vsko~ pomors ki e, lubuskie, zachodniollomorski c. pomorskie, podlaskie. wielkopolskie,. warm iń sko~ ma zu rs ki c. warmińsko-mazurski e. Źródło: opracowanie własne,. do nglomeracyjnych metod grupownnia, fi metoda k-średnich do Szczcgótowy opis tych metod wraz z algoryt mem ich stosowania przedsLó\\viony zos tał w pracach Lance'a, Williamsa [1967.1 oraz Warda 11963 ). Por, tak że: IKucharczyk 19821. IMelody taksollom;cZlle... , 19981. IG ra biński 1992]. li Odległości pomiędzy anaalizowanymi jednostkami przestrzennym i wyznaczono zgodn ie l metryką Euklidesa. 1. Metoda Wardn. na leży. optymalizacyjno-podziałowych..

(12) I. Anna Malina. DohlOŚ];I~kic. i. Pl- l. Łód7,kie. Wielkopolskie °rtll~kic. SJ-. l\xlkarp:lckie ~\vięlOkr7.y!ikie Kujaw.~ko-pnmorskic. ~~I. Lubu~kic. Pomorskie Lubelskie Z:lchodniopomorskie Warmiósko-mazul'Skie Podlaskie M,llowicckie. I. J. I Ii. !. I ;. i. ,i !. I. r-. II. Millopol~kic. Śląskie. I !. I. l,. 4. 5. (;. 4. 5. ". i O. I. 2. 3 Od ległość. Rys. 1. Grupowanie województw. metodą. wil)zania. Warda w 1998 ]',. Źródło: opracowanie własne.. Dolno.~hl5kic Lube[~kie. Ł6Jzkie. Opolskie Jlodkl'lrpackie Święl ok r.l)'Skic. Kujawsko-pomof'likic tuhusk!c Z1chodnioponlorskic POl11or.;kic Wielkopolskie Podlaskie Wamli(lSko-mazur.;kic Małopolskie. SJ~. P1 1----,. ŚI.)sldc ~. Mazowieckie. (J. I. Rys. 2. GrupowanIe wOjewództw Źródło: oprncownnic własne.. 2. metodą. 3. Warda w 2000 r..

(13) Ocena stopnia. zróżnico wania. rozwoju. Następn i e do określenia grup województw c harakteryzujących si ę podobieilstIVem rozwoju społecz n ego zastosowano metodę k-średnich. W analizie przyjęto kilka wariantów dla liczby skupień k (k =4; k =5; k =6). Ostatecznie jako wynikowy przyjęto podział na cztery grupy typologiczne zwane skupieniami. Wyniki klasyfikacj i dla badanych lat przedstawiono IV tabeli 8. Nietrud no zauważyć. że składy poszczególnych grup otrzymane w wyniku zastosowania metody k-śred nich w latach 1998 i 2000 są identyczne. Jak wynika z przeprowadzonych bada ń. obydwie zastosowane metody (metoda k-śrcdnich oraz Warda) dają bardzo zbliżone wyniki klasyfi kacji (tabele 7 i 8).. Tabela 8. Wyniki grupowania województw melodą k-śrcdnich w lalach 1998 i 2000. 2000. 1998 Grupa wojew6dztwo. I. mazowieckie. 0.000. II. małopol!'kie. D. 1523 0.1523. - --. d,. śh\skic. II!. dolnoś l q!'kic. wici kopolsk ic łódzk ie. opolskie podkarpackie. d. 0.000. ",. d. mazow ieckie. 0.000. 0.000. małopolskie. 0.1 194 0.1194. 0. 11 94. 0.1839 0.1779 0.1032 0.1309 0.1084 0.1399. 0.1407. wojewódzLwa. ----- ---------- --_ .. - 0.1523. ---0. 1908 0.1437. ś ląskie. --------- - -- --- -. dolnośląskie. 0. 1879 0.1148. wielkopolskie. 0.l ł 86. opolskie podkarpack ie. 0.1 187 0.13 14. łód zk ie. święt okrzyskie świę tokrzyskie ._ ..•---_..._.._._.-•...•_ -- ----- _._---_.... -_.-_ ...._-_ ._....._.._..'-_._... .. _._..'_. ..... ._•.._ ----_.....__.- _._-_ ,. IV. kujawsko-pomorskie lu belskie lubuskie podlaskie pomorskie warm ińsko-mazu rskie zachodniopomorskie. 0. 1104 0. 1305 0. 1141 0.0729 0.2118 0.1003 0.1694 0.1345. kujawsko-pomorsk ie lubelskie lubllskie podlaskie pomorskie. wa nnińsko~malllrskie. zachodniopornorskie. ---. 0.0958 0. 1215 0.1112 0.1044 0.1771 0.1163 0.1836 0.0623. Źródło: obliczcnia własne.. W tabeli 8 obok składu poszczególnych grup podano obliczone od l egłości (d) jed nostek należących do danego skupienia od środka właśc i wego sk upienia oraz śred ni ą od l egłość (,I) w poszczegól nych skupieniach. Z obliczeil IV tabeli 7 wynika. że najmniej jednorodną grupą w 1998 r. była grupa druga. a w 2000 r. grupa trzecia. W grupie tej dwa województwa (dolnośląskie i wielkopolsk ie) są najbardziej oddalone od środka skupienia. a wil'c różni ą s i ę znacznie od pozostałych IV grupie pod względem przyjętych do anali zy cech. Na rys. 3 przedstawiono k l asyfikację województw uzyska ną w wyniku zastosowania metody k-śred ni ch w 2000 r..

(14) Anllll iV/alil/o. II!I II Il!IIII D IV. Rys. 3. Klasyfikacja województw ze względu na poziom rozwoju. społecznego IV. 2000 r.. Źródło: opracowanie własne,. W celu dokonania oceny stopnia zróżnicowania międzygrupowego wyznaczono odległości między wyodrębnionymi grupami (środkami ciężkości grup). Odległości te obliczono zgodnie z metryką Euklidesa, na podstawie danych znormalizowanych. Tabela 9.. Odległości m iędzy. I. Grupa I 2 3 4 Zr6dło:. obliczenia. 0,0000 0.6048 0,4214 0,3911. mi~dzy. Grupa. Zr6dło:. podziału. uzyskanego w. ł998. 2. 3. 4. 0,6048 0,0000 0,6005 0,7740. 0,4214 0,6005 0,0000 0,2235. 0,3911 0,7740 0,2235 0,000. r.. \Vła,ne.. Tabela 10. Odległości I 2 3 4. grupami województw dla. grupami województw dla podziału uzyskanego w 2000 r.. I. 2. 3. 4. 0,0000 0,6168 0,6209 0,5188. 0,6168 0,0000 0,3079 0,4418. 0,6209 0,3079 0,0000 0.2039. 0,5188 0,4418 0,2039 0,000. obliczenia własne..

(15) zróŻllicowania. Ocella. Z obliczeó zamieszczonych w tabelach 9 i 10 wynika, że nąjbard ziej odległe, a więc niepodobne do siebie w 1998 r. grupy województw tworzyły skupienia 2 (małopolskie, śląskie) i 4 (podlaskie, pomorskie, lubuskie, zachodniopomorskie i warmińsko-mazl1l'skie). Z kolei najbardziej podobne do siebie były grupy województw 3 i 4. W 2000 r. zwiększyły się znacząco odległości między województwem mazowieckim (grupa I) a pozostałymi grupami województw, natomiast zmniejszył się dystans między pozostałymi grupami. Województwo mazowieckie, nal eżące do jednoelementowego skupienia l, jest nąjbardziej oddalone od wszystkich pozostałych grup województw. Najbardziej zbliżone do siebi e są natomiast województwa należące do grup 3 i 4. Odległość między tymi skupicniami w porównywanych latach jest najmniejsza (dij = 0,2039).. 4. Podsumowanie Przeprowadzone badania empiryczne pozwoliły na dokonanie oceny przestrzennego zróżnicowania poziomu rozwoju społeczno-gospodarczego krąju w lUęciu wojewódzkim w latach 1998 i 2000. W wyniku przeprowadzonych bada6 dokonano oceny dysproporcji rozwoju regionów Polski w układzie wojewódzkim, liniowego uporządkowania województw, a tak że wyodrębnienia typologicznych grup województw. Na podstawie przeprowadzonej analizy empirycznej można stwierd z ić, że nadal istnieją znaczne dysproporcje regionalne w poziomie rozwoju społeczno -gospodarczego krąju. Tylko nicktóre regiony kraju d ysponują odpowiednim potencj ałem gospodarczym i dobrze rozwiniętą infrastrukturą, natomiast w więk szości regionów, położonych głównie we wschodniej i północno-wschodniej części krąju, występują poważne problemy społeczne i gospodarcze w procesie ich rynkowej transformacji. Są to głównie obszary nie dyspollluące od powi ednią inFrastrukturą techniczno-ekonomiczną, zagrożone wysokim bezrobociem, często związanym z przeludnieniem agrarnym i brakiem pozarolniczych miej sc pracy. Literatura. Borys T. [19781, Propozycja agregatowej miary rozwoju obiekt6l1', "Przegląd Statystyczny", z.3. Borys T. 119991, Obszary tral/sgral/icZl/e IV statystyce regiol/all/ej, GUS, Warszaw". Bywalec C. 119911. Wzrost gO'\i)odarczy a poziom życia spolecZeJ/slWa po/skiego, Monograne i Syntezy, Instylul Rynku Wcwn~lrzncgo I Konsumpcji , Warsz"wH. Gębala. 1. (1997t Poziom życia fudllOści I\Il11akroregiol/ie południowym. "Wiadomości. Statyslyczne", nr 6. Grahiiiski T.11992'J. Me/ody taksollom etrii, AE. \V. Knlkowic, Krnk6w..

(16) A/UUl Malina. KarSI Z. 119861, Techniczno-ekonomiczna infra.l'll'IIklu/'O gospodarki narodowej, PWN, Warszmva-Wrocła\\'.. Kosiedowski W. 120.0.1], Teoretyczne f!/'Oblemy roz\Voju regionl/lnego [w:] Zarządzanie roz.wojem regionalnym i lokalnym, Problemy teorii i praktyki, TNOiK, Torul1. Kuciilski K. [19901. Podstawy teor;; regiollu ekonomicznego, PWN , Wnrs7..awa. Kucharczyk 1. 119821, Algorytmy analiz,\' skupieli w język I/ ALGOL, PWN, Warszaw!!. KukliilSki A. (I980.1, Gospodarka przestrzenna i studia regionalne. Problemy dyskusyjne, Biulelyn KPZK PAN, Warszawa, nr III. Lance G. M., Williams W.T.[1967I, A General Tlwory ofell/ssificl/lOry SOl'ting Strategies. Hiemrchical Syslel1ls, "Computcl' Journal", t. 9. Malina A., Wanal S. (1995], Przestrzenna analiw rozwoju Polski, "W i ado mości Slatystycznc", nr 5. Malina A., Zeliaś A. n997], Taksonomiczna analiza przestrzennego zróŻliicmwlIlia jakości życia ludno.iei lV Polsce w 1994 1:, "Przegląd SlatySlyczny", z. I. Metody taksonomiczne w badaniach społeczno-ekonomicznych 1'19981. J. Pociechu, B. Podolec, A. Sokołowsk i, K. Z1jąC, PWN, Warszawa. Multivariate Data Analysis with Readings [19921, 1.F. Hair, R.E. Anderson, R.L. l"lhllm. W.C. Black, 3rd cd., Macmillan Publ., New York. Nowak E. 119901, Metody taksonomiczne w klasyjlkacji obiektów społeczno -gospodar czych, PWE, Warszawa. Opatlo M.119971, Miemiki rozwoju regionów, "Wiadomości Statyslyczne", nr 3. Słaby T. [1 9941, System wskaźników Sl)o/ec?nych lV polskich warunkach t/'ansformacji rynkowej, Monografie i opracowania, SGH, Warszawa, nr 392. Szlachla J. [19931, Rozwój regionalny Polski w wart/nkach transformacji gospodarczej, Friedrich Ebert Stiftung, Warszawa. Szymla Z. 12000.1, DeterminalUy rozwoju regionalnego, AE w Krakowie - Ossolineum, Wl'ocłmv-Warszmvn-Kraków.. Taksonomia strukll/r 11' badaniach regionalnych 119981, red. D. Strahl, Prace Naukowe AE we Wrocławiu, Wrocław. Taksonomiczna analiza przestrzel/n ego zróżnicowania poziomu życia IV Polsce w ujęciu dynamicZllym [20.0.0], red. A. Zeliaś, AE w Krakowie, Kraków. Ward 1.H. [19631 , Hierorchical Grol/ping to Optimize on Objective Function, "Journal of thc American StalisLical Association", t. 58. Woźniak M., Zając K., Zioło Z. [2002], Pozycja województwa lila/opolskiego II' strukIltrze regionaln ej Polski [w:] Statystyka region alna lV służbie samorządu lokalnego i biznesu, red. nauk. J. Paradysz, Intel'l1etowa Oficyna Wydawni cza, Cenll'ul11 Staty-. slyki Regionalnej, Poznań. K., Woźniak M. [1999], Analiza [Irocesów rozwoju gospodarczego w ujęciu regionalnym [w:] Statystyka regionalna . Metody i źródła zasilania inforlllacyjnego, red. nauk. J. Paradysz, Wydawnictwo AE w Poznaniu, Poznań.. Zając. A Revlew of the Degree of Dlfferentlation In Polish Reglonal Development, 1998-2000. This arIicle prcsenls Ihe resulls of empirieal sludies on lhe evalualion of differentiation in Poland's regional development in 1998 and 20.0.0. by voivodship. Two approaches were.

(17) Ocella. zróżnicowania. applied la cvalualc lhe spatial differentialion of voivods hip socio-cconomic dcvclopmcnl. The first approm.:h is bascd on composilc measures, whilc the second is hased on lhe taxollomic simi larity af analysed spalial units (voivodships). Thc research produccd a ranking and cvaluatian af disproportiollS in lhe dcvclopment ar Po!ish rcgians, a typological classificatian af voivodship groups, and an cxaminntion ar lhe challgcs in lhe spalia! diffcrentiation af the Coulltry's socio-ecollomic dcvclopmcnt From 1998 lo 2000. llased on lhe conductcd rcscarch. the "ulhol' cOllcludcs lhat lhe diFFercllliatioll of voivads hips according to a compositc dcvclopmcnl measlll'c c!id nol genemlly change aver lhe !lnalyscd period and thnt significant regional disparities in Lhc Icvel ar socio-ccol1omic devclopmcnt still exist. Onły a few rcgions enjoy propcr cconomic potonlinl nnd a wcll-devc!opcd infrastructure, whercas most rcgions - lIstJally locatecl in eastern and Jlorth-caslcl'I1 PolaneJ - cxpcricllce seriolIs sodal and cCOIlOmic prob!cllls in their market Irnllsformation. These arc mainly areas witllOut approprialc tcchnical and socia ł infrastJ'ucture and facing high uncmploymclll. frequcnłly slcmmillg from rumI ol'crpopulation and the lack of nolt-agricultural jobs..

(18)